对金融效率的居民金融资产结构优化研究

1、对金融效率的居民金融资产结构优化研究改革开放三十多年来，随着市场经济体制的不断深化，我国居民收入不断 增加,居民金融资产的数量和结构发生了显着变化。居民金融资产总量从1978年的亿增加到现在的20多万亿,增加了 520多倍；居民金融资产结构由单一的储 蓄存款逐渐趋于多元化，使得居民金融资产在动员储蓄转化为投资、优化资源配 置方面起着越来越重要的作用。20XX年美国“次贷”危机的爆发和蔓延表明了居民金融资产结构变化 对经济金融的重大影响，居民金融资产结构问题的研究越来越受到关注。近年来,我国学者对居民金融资产结构与金融效率两者独立领域的研究较多，但对二者关系的研究却较少。本文通过定量分析方法，重

2、点研究我国居民金融资产结构变动 对金融效率的影响，探讨优化居民金融资产结构的路径，从而促进我国金融业的 健康和谐发展。我国居民金融资产结构分析（一）居民金融资产估算按照国民经济核算的定义，居民金融资产是指居民持有的金融债权及权 益性凭证形式的资产，是国内金融资产的重要组成部分。居民金融资产包括手持 现金、储蓄存款、各种债券和股票、保险准备金，其他应收款和预付款等。目前， 我国尚未建立科学、系统、完善的居民金融资产统计体制，因此现有数据的获得基本靠估算。此外，考虑到数据的可获得性，不考虑其他应收款和预付款，本文把 居民金融资产分为现金、储蓄存款、债券、股票和保险准备金五大类。各部分占 金融资产总

3、量的比例反映其结构。参照张学毅 （1999）的估算方法，本文提出以下 假设：假设1:居民手持现金占货币流通量 M0的80%;假设2:居民储蓄存款以年末城乡居民储蓄存款余额来衡量；假设3:居民持有债券占年末债券发行总额的 80%;假设4:居民持有股票占年末A股流通市值的60%;假设5:居民保险准备金以保费收入衡量，包括人寿保险和家庭财产保 险。此外，考虑到数据的准确性与完整性，本文所有数据选取时间段为1992-20XX年,相关数据根据20XX年中国统计年鉴、中国金融年鉴、中国 证券期货统计年鉴整理而得。（二）我国居民金融资产结构特征1990年和1991年上海和深圳证券交易所先后正式成立,我国金融

4、机构存 贷款、债券、股票、基金等金融工具日益增多，居民金融资产结构也发生了显着变化（见图1）:1. 手持现金与储蓄存款比例均下降。由于金融机构不断进行创新，设立银 行卡、信用卡等流动性大的账户,居民手持现金比例明显下降，由1992年的笔到 20XX年的下降了个百分点。而储蓄存款作为我国居民最主要的金融资产,其比 例较高,在加右,但一方面由于居民理财观念增强，将资金投向高风险、高收益的 债券和股票，使储蓄存款向证券流动；另一方面医疗、住房体系改革等原因削弱居 民储蓄动机，近年居民储蓄存款比例也略有下降。2. 证券类资产比例呈上升趋势。随着我国证券市场机制的不断完善，近年来，除20XX年受金融危机

5、的冲击外，证券类资产比例呈上升趋势。持股方面,1992-20XX年,居民持股比例由逐渐上升达到，此后随着股指的逐年下跌, 居民持股比例逐年下降,20XX年降到，但股改后,居民持股比例不断上升,并保 持较高水平；债券方面，债券发行规模逐渐扩大,居民持有债券比例由1992年的% 上升到20XX年的%3. 保险准备金比例稳步上升。虽然我国保险业起步较晚，但随着保险市场 的完善和居民风险意识提高,保险业发展迅速,居民持有保险准备金比例由1992年的上升到20XX 年的%居民金融资产结构对金融效率影响的实证分析（一）模型设计金融的首要功能是动员储蓄并实现储蓄向投资转化的过程，因此，储蓄投 资转化率是金融

6、效率的集中体现，本文以金融机构贷款与金融机构存款的比例衡 量,数据根据1992-20XX年中国金融年鉴整理而得。为了消除异方差,对所有 数据进行对数处理后再建立以下模型：LogSLR = a + p 1*logCR +p 2*logDR +p 3*logBR +p 4*logSR +p 5 *loglR + 卩其中,SLR表示储蓄投资转化率，CR、DR BR SR IR分别表示居民手持 现金、储蓄存款、债券、股票、保险准备金的比例。（二）实证检验1. 单位根检验。首先要确定时间序列数据是否具有平稳性，即单位根检验。本文采用ADF检验方法,利用对序列logSLR、logCR、logDR、logB

7、R、logSR、 logIR进行ADF检验,检验结果见表1。从表1看,变量logSLR、logCR、logDR、 logBR、logSR、logIR的ADF统计量都小于5%显着水平下的临界值,因此它们都 不平稳。但它们的一阶差分ADF统计量都大于5%显着水平下的临界值,因此在5% 的显着水平下,它们的一阶差分都平稳,即都是1(1)序列。2. 协整检验。由以上检验结果知,在5%的显着水平下,变量logSLR、 logCR、logDR、logBR、logSR、logIR都是一阶单整序列,符合协整的必要条件。 因此用Engle-Granger两步法对其进行协整分析。首先,通过最小二乘法估计得到以下回

8、归方程：logSLR=*logCR+(-)()*logDR+*logBR+(-)()*logIR(-)(-)R2= = F=由方程知,R2=说明模型的拟合优度高；4-dU>= >dL说明变量间不存在序 列相关,这表明方程的各方面良好。其次,对回归方程的残差ET进行单位根检验(见表2)。假如残差不存在 单位根,则说明残差是平稳序列，以上建立的方程就是变量的协整方程，从而反映 了它们之间的长期均衡关系。检验结果表明,ET序列在1%的显着水平下ADF(ET)=->-,即拒绝原假设, 因此可以确定ET为平稳序列,即ET 1(0)。上述结果表明：1992-20XX年金融效 率和LogB

9、R LogCR LogDR LogSR LogIR之间存在长期稳定的均衡关系。3. 误差修正模型。上述协整模型代表了传统线性模型对变量之间一种长 期均衡关系的表达，误差修正模型则较好地弥补了当误差修正项偏离均衡过程时 变量之间的短期调整行为，这是协整模型所不能表示的。通过建立误差修正模型 可以更好地理解金融效率与居民各金融资产间的短期关系。在误差修正模型中 ecmT-1=ET-1,运用操作得如下修正模型： logSLRT = -* logCRT +()* logDRT +* logBRT +(-)(-)* * logIRT -(-)(-)(-)R2= DW=根据T分布的临界值查询可知所有t统计

10、量均通过检验，即变量系数均显 着,R2=表示方程拟合程度高QW：表明方程的残差不存在自相关性。模型解释了因 变量的短期波动模型中 logSLR T是如何被决定的。因果关系检验。在协整分析中往往会出现伪回归现象，因此需要对logSLR、logCR、logDR、logBR、logSR、logIR 进行 Gran ger 因果关系检验,结 果见表3。由表3可知,所有检验的P值均小于10%,即logSLR、logCR、logDR、 logBR、logSR、logIR互为Gran ger因果关系，说明方程不存在伪回归。结论第一，金融效率与居民持有储蓄存款、债券、股票各比例成正相关关系，与居民持有现金、保

11、险准备金各比例成负相关关系。协整方程表明：金融效率与储蓄存款、债券、股票各比例的长期弹性系数分别为、，说明居民持有储蓄存款、 债券、股票各比例都增长一个百分点，金融效率将增长个百分点；居民持有现金、 保险准备金各比例的长期弹性系数为-、-,这说明居民持有现金、保险准备金各 比例都增长一个百分点，金融效率将下降个百分点。第二，误差修正模型表明， logSLRT 短期波动受自变量 logCRT logDRTAlogBRTAlogSRT、AlogIRT 和 emc的影响。这说明当 logCRT logDRTA logBRT、A logSRT、A logIRT在短期内变动一个百分点时，金融效 率将变动

12、个百分点；误差修正项的系数为-,表明如果上一期的金融效率偏离长期 均衡值,那么本期将做出调整，调整的幅度为上一期的，且这种调制是反向的。说明从短期来看, logCRT logDRT logBRT、 logSRT、 logIRT的变动对金融效率的提高具有一定的促进作用,而且具有较 好的稳定机制。综上所述,居民金融资产结构的优化有利于金融效率的提升 ，同时金融效 率的提升也有利于居民金融资产结构的优化。为此 ，首先要加大对居民金融资产 配比的引导，使居民金融资产结构朝着合理的方向变动 ，提升居民金融资产配比 的科学合理性，抵御金融动荡对居民金融资产的侵蚀；其次要完善金融市场的监 管，加大对金融运行的监督，提高金融市场的回报率，防止金融市场不法行为对居 民金融资产及其回报的危害；再次要着力构建和谐的社会保障体系，减少居民在 金融资产选择中的后顾之忧，提高居民处置金融资产的能